研发费用加计扣除政策影响民营企业研发创新的实证研究——基于2009—2022年中国A股上市民营企业的面板数据.pdf

第 35 卷第 3 期湖南文理学院学报(自然科学版)Vol.35 No.32023 年 9 月Journal of Hunan University of Arts and Science(Science and Technology)Sep.2023doi:10.3969/j.issn.16726146.2023.03.016研发费用加计扣除政策影响民营企业研发创新的实证研究基于 20092022 年中国 A 股上市民营企业的面板数据肖功为,杨琴(邵阳学院 湖南民营经济研究基地,湖南 邵阳,422000)摘要:使用 20092022 年中国 A股上市的民营企业面板数据,利用 PSMDID 方法检验研发费用加计扣除政策对民营企业研发创新的实际效果。研究表明:研发费用加计扣除政策的实施,显著提高了民营企业研发创新强度,产生了“研发创新创造”效应和“研发创新迎合”效应。更换被解释变量和采用不同样本匹配方法再检验估计验证了实证结论的稳健性。考虑到异质性,区分地区与民营企业规模差异,发现研发费用加计扣除政策对东部地区民营企业及大型民营企业影响较大。本研究为持续优化税收优惠政策,推动民营企业转型升级提供了新动能。关键词:民营企业;研发费用加计扣除;研发创新中图分类号:F 062.9文献标志码：A文章编号:16726146(2023)03008807The empirical study on the impact of R&D expenses additional deduction on theR&D innovation of private enterprisesbased on the private enterprise paneldata of 2009-2022 ChinasAsharesXiao Gongwei,Yang Qin(Hunan Private Economy Research Base,Shaoyang University,Shaoyang 422000,China)Abstract:This paper uses the panel data of private enterprises listed in Chinese A shares from 2009 to 2022,anduses PSM-DID method to empirically test the effect of R&D expenses additional deduction policy on theinnovation of private enterprises.The results show that the implementation of R&D expenses additional deductionpolicy has significantly improved the innovation intensity of private enterprises and produced innovation creationeffect and innovation catering effect.The robustness of the empirical conclusion is verified by retests of theestimated results replacing the explained variables and using different sample matching methods.Considering theheterogeneity and the differences in regions and scales,it is found that R&D expenses additional deduction policyhas a greater impact on the private enterprises and large private enterprises in the eastern region.This study providesnew impetus for the continuous optimization of tax reform policies and the promotion of transformation andupgrading of private enterprises.Key words:private enterprises;R&D expenses additional deduction;R&D innovation如何促使民营企业从要素粗放拉动型向技术创新驱动型转变,已成为政府和企业关注的难点。与国有企业相比,民营企业向高质量发展转型压力更大一些1。民营企业转型升级既面临市场、融资等困难,也面临研发创新发展的高风险、高成本、资本回收期的不确定与外部性等问题2。为进一步激发民营企业研发创新意识,推动研发创新行为与创新成果的实现,我国政府采取了财政补贴和税收激励等政策通信作者:肖功为,。收稿日期:20230326基金项目:国家社会科学基金项目(18BJL051)。第 3 期肖功为,等:研发费用加计扣除政策影响民营企业研发创新的实证研究89性工具。研发费用加计扣除政策是促进企业技术进步的一项重要税收优惠政策。它是指企业为开发新技术、新产品、新工艺发生的研究开发费用未形成无形资产计入当期损益,按实际发生支出数额的基础上加成一定比例在税前加计扣除。包括研发费用加计扣除在内的减税降费政策犹如一柄“双刃剑”。一方面,有利于实体经济稳定发展,减税降费政策在减轻企业负担、促进居民消费、稳定市场预期和扩大就业等方面发挥作用3;另一方面,全国各地方政府财政收支缺口较大、债务攀升等状况限定了大规模减税降费空间4。鉴于此,如何让减税降费政策准确落实,最大程度激发企业研发创新,关键在于有效评估减税降费政策对企业发展整体的影响,特别是发现其政策效应的异质性,为政府制定科学合理的减税降费政策提供经验借鉴。本文基于 20092022 年中国 A 股上市民营企业面板数据,实证测度研发费用加计扣除政策影响民营企业的研发创新效率,以期助力民营企业创新升级。1理论机制由于研发费用加计扣除政策的减税降费效应,驱使民营企业改变投资战略,转向资本密集与技术密集型战略5。随着资本有机构成比例发生变化,不变资本逐渐提高,利润率会趋向平均利润率。民营企业唯有研发创新,才能取得竞争优势,获得平均利润或超额利润。但研发创新到产品实现过程较长且具有较大的不确定性,私营企业所有制属性决定了资源约束的存在性,私营企业接受了研发费用税收抵免后,最终实际上并没有显著地导致新产品增加6。为此,鉴于研发费用加计扣除政策对民营企业研发创新作用的不确定性,导致政策执行过程存在“研发创新创造”效应和“研发创新挤出”效应。1.1“研发创新创造”效应税负的降低有利于降低民营企业研发创新带来的外部性风险损失,激励民营企业更加关注核心竞争力的培育。一方面,税负的降低,有利于民营企业将有限的资源投入到“微笑曲线”的前端,强化产品的开发与产品质量提升;另一方面,民营企业为提高市场份额与市场占有率,会以消费者为中心,不断推出新产品。2008 年新税法指出,企业技术开发费用加计扣除部分已形成企业年度亏损,可以用以后年度所得弥补。将亏损可以顺延,有益于弥补民营企业研发成本,促进民营企业增加研发投入。由此,研发费用加计扣除政策的减税效应将极大地激励民营企业增加对研发创新的投入,产生“研发创新创造”效应。为此,本文提出:对民营企业而言,研发费用加计扣除政策实施后较实施前能显著地促进民营企业研发创新提升,产生“研发创新创造”效应。1.2“研发创新迎合”效应对于高折扣幅度的税收抵扣,虽然短期内能够极大地激励民营企业加大研发投入,但从长期来看,却会诱发研发操纵现象。冯海红等(2015)7研究发现,税收优惠政策激励民营企业研发创新存在最优区间,呈倒 U 型关系。尽管税收激励具有正向激励作用,但是民营企业资源的有限性,决定其投入研发创新的成本会受到相应的限制,进而限制享受福利优惠的幅度。因此,有些民营企业会通过调整会计目录、实际业务等方式操纵研发费用。以高新技术企业为例,杨国超等(2020)8研究发现,公司获得高技术企业认定后,其研发创新投入及研发创新产出的数量和质量均显著提升,但若通过虚增研发投入而获得高新技术企业的认定,其研发创新投入及研发创新产出的数量和质量提升均较少。相比真正的研发创新型民营企业,通过虚增研发投入获得研发费用税前加计扣除政策的民营企业,研发投入和研发创新产出并没有显著增加,产生了“研发创新迎合”效应。2研究设计2.1样本选择2.1.1研发费用加计扣除的自然实验解析从制度背景分析得知,研发费用加计扣除政策适用于民营经济主体的范围经历了 3 个阶段变革:第一阶段开始于 2003 年所有财务核算制度健全且实行查账征收企业所得税的各种所有制工业企业;第二阶段从 2013 年政策扩大至属于当期优先发展的高技术产业化重点领域指南和国家重点支持的90湖南文理学院学报(自然科学版)2023 年高新技术领域企业;第三阶段是 2016 年至今,明晰了除烟草制造业、商业服务业、娱乐业、住宿餐饮业、批发零售业等不适用研发费用加计扣除外,其他企业发生的与研发相关费用都可适用于该政策。故做如下处理:将第二阶段政策扩大至高新技术领域视为一个自然实验,以 2013 年起享受研发费用加计扣除政策的民营高新技术企业作为处理组,以未享受该政策的其它民营企业作为控制组,考查研发费用加计扣除政策对民营高新技术企业带来的影响;将第三阶段政策扩大至除高新技术以外的企业也视为一个自然实验,以2016年起享受研发费用加计扣除的民营企业作为处理组,将在 2016 年前已享受该政策的民营高新技术企业作为控制组,考查研发费用加计扣除政策对除高新技术以外的民营企业带来的影响。2.1.2数据选择选取 20092022 年我国 A 股上市公司数据样本,样本来源于 Wind 和国泰安数据库。借鉴已有文献一般做法,对原始数据进行如下处理:金融类上市公司报表结构与其它行业明显不同,故剔除金融类行业;考虑 B 股企业财务数据要求的差异,剔除 B 股上市企业,同时剔除财务制度异常的企业;任意阶段的数据都剔除没有连续 3 年观测值或上市未满 3 年的民营企业;通过数据分析可知,2011 年后研发费用支出样本为 0 的比例降低,如一刀切将缺失值剔除或全部替换为 0,可能会出现观测值损失或因错误处理导致估计偏差。2.2模型设定本文运用 PSM(倾向得分匹配法)对相关企业各类特征变量信息综合为一个倾向得分匹配,解决在企业层面可能存在由于样本选择偏误导致的内生性问题,同时结合双重差分方法(PSM-DID),可以减弱企业间系统差异。具体模型如下:01234567lnlnlniiYFZCagesizetaxcashnetrLiquidityalr(1),01,2,3,4,i ti ti ti ti ti tRDinensPolicyYearPolicyYearConVars(2)2.3变量选择2.3.1研发支出强度(RDinens)本文以民营企业研发支出强度(以“研发费用总和/资产总额”衡量)为被解释变量,来观察民营企业向研发费用投入的强度。2.3.2核心解释变量双重差分模型核心解释变量是研发费用加计扣除政策,包含 Ploicy、Year 和 PloicyYear 三个虚拟。Ploicy 为分组虚拟变量,在研发费用加计扣除政策扩大的第二阶段,若为政策涵盖的高新技术民营企业,其分组变量取 1,否则为 0。同理,政策扩大的第三阶段,第二阶段涵盖的高新技术民营企业其在分组变量取 0,其余的分组变量取 1;Year 表示政策冲击的时间虚拟变量,研究阶段的政策实施之前取 0,之后则取 1;PloicyYear 表示分组与实践虚拟变量的交互项,其系数为双重差分的研发费用加计扣除政策效应,包括创造效应与迎合效应。2.3.3控制变量参照李新等(2019)9已有研究,本文选取以下控制变量:企业年龄(age)以观测值当年的年份减去企业成立年份;企业规模(lnsize)以企业资产总额的对数形式衡量;企业所得税费用(lntax)以企业确认的应从当期利润总额中扣除的所得税的对数形式衡量;企业营业收入(lnearn)以企业经营活动产生的营业收入的对数形式衡量;总资产利润率(netr)表 1主要变量描述性统计变量平均值标准值最小值最大值分位数25%50%75%RDinens0.0210.1370.0000.9780.0000.0140.262age23.36223.3526.00064.00019.00023.00027.000lnsize21.9411.18314.75927.41816.11621.85122.619lntax16.9951.6630.30122.89716.11217.04318.008lnearn3.0540.0662.2023.2923.0173.0553.093netr0.0370.8938.4600.2200.01380.03960.0709liquidity0.5940.1910.0001.0000.4630.6050.738alr0.4440.8280.19558.0820.0080.4030.556第 3 期肖功为,等:研发费用加计扣除政策影响民营企业研发创新的实证研究91以企业净利润/总资产衡量;流 动 比 率(liquidity)以流动资产/流动负债衡量;财务杠杆率(alr)以企业的总负债/总资产衡量。为消除极端值影响,对各变量进行前后 1%的缩尾处理。表 1 为主要变量描述性统计表。3实证分析3.1PSM 匹配结果分析研发费用加计扣除政策对民营企业研发创新影响的实际效果,理想方法是比较同一家民营企业在受政策影响和不受政策影响时的研发创新强度差异。但现实中无法同时观测到企业的这两种状态。基于此,本文首先以研发费用加计扣除政策第二阶段的民营高新技术企业为样本,通过倾向得分匹配法构造“反事实”样本。表 2 为 PSM 匹配前后样本特征对比,由表 2 可知,大多数控制变量在匹配后的标准偏差均小于10%,T 检验表明匹配后的两组样本不存在显著性差异,说明匹配基本满足了平衡性假设和运用PSM-DID方法分析的合理性。3.2基准模型回归3.2.1研发费用加计扣除的净效应表 3 为研发费用加计扣除政策影响民营高新技术企业研发创新投入强度的 DID估计结果,其中第(1)列为不添加控制变量的 OLS 回归结果、第(2)列为控制了全部控制变量 OLS 回归结果。第(3)、(4)列分别为不添加控制变量与控制了全部控制变量的面板数据双向固定效应回归(FE)。变量PolicyYear 的系数均显著为正,表明研发费用加计扣除政策显著提升了民营高新技术企业研发创新投入强度。3.2.2“研发创新创造”效应与“研发创新迎合”效应针对研发费用加计扣除政策覆盖的民营企业范围逐渐扩大,分别考察第二阶段政策与第三阶段政表 2PSM 匹配前后样本特征对比变量样本平均值偏差/%偏差减幅/%T 检验处理组对照组T 值P 值age匹配前23.07323.0510.485.70.8731.090匹配后23.07323.0210.90.2800.777lnsize匹配前21.72922.00724.989.70.0000.860匹配后21.72921.6692.70.8700.382lntax匹配前16.75316.03417.296.90.0000.930匹配后16.75316.7420.60.2100.837lnearn匹配前21.00821.33623.549.80.0000.610匹配后21.00820.9474.41.2600.209netr匹配前0.0490.0403.359.10.0467.980匹配后0.0490.0480.60.1900.850liquidity匹配前0.6160.5999.572.90.0000.910匹配后0.6160.6170.20.0800.938alr匹配前0.3580.42119.399.70.0001.560匹配后0.3580.3590.60.1900.850表 3研发费用加计扣除政策对民营高新技术企业的政策效应变量(1)(2)(3)(4)OLSOLSFEFEPolicyYear0.0024*0.0006*0.0013*0.0082*(0.0005)(0.0001)(0.0003)(0.0029)Policy0.0088*0.0074*(0.0041)(0.0021)Year0.0074*0.0026*(0.0021)(0.0008)age0.0002*0.0005(0.0002)(0.076)lnsize0.0054*0.0021*(0.0016)(0.0006)lntax0.0012*0.0047*(0.0009)(0.0008)lnearn0.0019*0.0017*(0.0011)(0.0003)netr0.0005*0.0455*(0.0001)(0.0212)liquidity0.0078*0.0061(0.0022)(0.0174)alr0.00220.0059*0.0039(0.0022)cons0.0191*0.1562*0.0303*(0.0020)(0.0001)(0.0077)industry是是否否year是是是是N15 54115 54115 54115 541注:*、*、*分别表示在 10%、5%、1%的水平上显著;括号内为行业层面聚类标准误的 t 统计量。下同。92湖南文理学院学报(自然科学版)2023 年策对民营企业差异化的作用效果。表 4 为研发费用加计扣除的第二阶段政策和第三阶段政策检验结果,其中,第(1)、(3)列为不加入其他控制变量、第(2)、(4)列为加入所有控制变量情况。由表 4 可知,第二阶段政策显著提高了民营企业研发创新投入强度,第三阶段显著降低了民营企业研发创新投入强度,这也证实了理论机制中的“研发创新创造”和“研发创新迎合”效应同时并存。3.3滞后效应检验为考察研发费用加计扣除政策在不同阶段实施时对享受该政策主体的滞后影响,本文引入 2 个时间虚拟变量 Yeart和 Yeart+1,其分别表示该阶段研发费用加计扣除实施当年(2013、2016 年)、实施后一年(即 2014、2017 年)。将政策与每个时间虚拟变量相乘,得到交互项,再用双向固定效应加以拟合。表 5 为研发费用加计扣除政策的滞后效应检验结果,其中,第(1)(3)列为不加入其他控制变量、第(2)(4)列为加入所有控制变量情况。由表 5 可知,当因变量为民营企业研发投入强度时,第二阶段研发费用加计扣除政策的交互项系数为正,第三阶段研发费用加计扣除政策的交互项系数为负,且政策实施后一年的交互项系数绝对值都比政策实施当年大,意味着“研发创新创造”效应与“研发创新迎合”效应逐步增强。3.4稳健性检验尽管双向固定效应模型控制了遗漏变量的影响,但为保证结果的可靠性,下面进一步通过替换被解释变量和更换匹配方式进行稳健性检验。3.4.1考虑民营企业研发创新产出在考察研发费用加计扣除政策对民营企业研发创新影响,除考虑对民营企业研发投入强度外,还需进一步讨论该政策对民营企业研发创新产出的影响,以明确研发费用加计扣除后应该如何去精准落实。表 6 为进行 PSM-DID估计后的结果,其中,第(1)、(3)列为不加入其他控制变量、第(2)、(4)列为加入所有控制变量情况。由表 6 可知:样本数量显著减少,因为许多民营企业的专利存在缺失值,对于缺失值做了删除处理;研发费用加计扣除政策实施第二阶段对民营高新技术企业研发创新产出是正效应但不显著,其可能原因在于专利发明需要耗费的人力物力较多且回报周期较长;当研发费用加计扣除政策实施范围扩大后,对第三阶段享受该政策的民营企业效果显著为负,说明研发费用加计扣除政策实施后,并没有增加研发创新产出。3.4.2更换匹配方式检验对初始样本进行半径匹配和核匹配,受研发费用加计扣除政策影响,无论是半径匹配估计结果还是核匹配估计结果,第二阶段享受该政策的民营高新技术企业在 1%的水平上显著为正,表明其在民营高新技术企业存在明显的研发创新创造效应;而第三阶段享受该政策的民营企业在1%的水平上显著为表 4不同阶段研发费用加计扣除对首次享受该阶段政策的民营企业的政策效应变量(1)(2)(3)(4)第二阶段第二阶段第三阶段第三阶段PolicyYear0.0165*0.0651*0.0035*0.0032*(0.0021)(0.0177)(0.0005)(0.0007)control否是否是年份效应是是是是N15 54115 54115 54115 541表 5研发费用加计扣除政策的滞后效应检验变量(1)(2)(3)(4)第二阶段第二阶段第三阶段第三阶段PolicyYeart0.0121*0.01250.0179*0.0043(0.0041)(0.0177)(0.0103)(0.772)PolicyYeart+10.0131*0.0129*0.0189*0.0074(0.0011)(0.0008)(0.0045)(1.281)control否是否是年份效应是是是是N15 52315 52315 52315 523表 6稳健性检验 1:研发费用加计扣除政策与民营企业研发创新产出变量(1)(2)(3)(4)第二阶段第二阶段第三阶段第三阶段PolicyYear0.0040.0510.0135*0.0113*(1.211)(0.871)(0.0041)(0.0048)control否是否是年份效应是是是是N13 44713 44713 44713 447第 3 期肖功为,等:研发费用加计扣除政策影响民营企业研发创新的实证研究93负,表明其在该范围的民营企业存在明显的研发创新迎合效应(见表 7)。4讨论与分析研发费用加计扣除政策对民营企业研发创新的影响,可能因其区位或民营企业规模的不同而有所差异,这些是需要进一步讨论的问题。4.1基于地区差异的检验随着改革开放的推进,我国各省域由于地理位置、经济水平等差异,民营企业数量地区分布明显不均衡10,但研发费用加计扣除政策对同类型企业的税收优惠政策都是相同的,不存在任何差异。因此,依照文献研究地区差异,习惯性分成东部、中部、西部 3 个区域(见表8)。由表 8 可知,研发费用加计扣除第二阶段政策对东部、中部、西部 3 个区域的民营高新技术企业在 1%的水平显著为正,且东部区域民营企业更能抓住政策优势,使政策效应大于其它 2 个区域;相反,对第三阶段享受研发费用加计扣除政策的民营企业,除东部区域民营企业在 5%水平显著为负,中部和西部区域民营企业虽然为负但不显著,这说明研发费用加计扣除政策普及后,政策效应更多的为迎合效应。4.2基于民营企业规模差异的检验尽管都是上市民营企业,但有规模大小之分。面对研发费用加计扣除政策,规模不等的民营企业,其经营策略也会有所不同,使得政策实施效果会存在异质性。本文将规模变量的中位数作为比较点,当规模变量值大于或等于中位数归为大型企业,当规模变量值小于中位数归为小型企业,分组进行实证结果检验如表 9 所示。由表 9 可知,第二阶段享受研发费用加计扣除政策的民营企业,无论规模大小,都在1%水平显著为正而第三阶段享受研发费用加计扣除的民营企业,对大型企业而言,在 1%水平下显著为负,小型企业为负但不显著。究其因,主要是大型企业经营模式相对成熟,不会轻易改变其发展决策。5结论与建议根据研发费用加计扣除政策享受主体逐步扩大以及享受主体差异性,以实施政策时间为界限点,将研发费用加计扣除政策实施推进分为 3 个阶段,其中,因第一阶段数据收集的有限性,讨论范畴集中在第二阶段与第三阶段,从理论上讨论了研发费用加计扣除政策的“研发创新创造”效应和“研发创新迎合”效应。研究发现:从研发费用加计扣除政策对民营企业研发创新影响的净效应看,存在显著的正面作用;从政策实施阶段所惠及的民营企业来看,第二阶段政策具有显著的激励效果,第三阶段政策反而存在负面作用;从分区域与民营企业规模来看,东部区域民营企业对研发费用加计扣除反应较为强烈。本文的研究结论对如何在供给侧改革政策下建设研发创新型国家,让税收优惠政策更加精准有效,具有重要的政策启示:表 7稳健性检验 2:匹配方法改变与研发费用加计扣除政策效应检验变量半径匹配估计核匹配估计第二阶段第三阶段第二阶段第三阶段PolicyYear0.0081*0.0114*0.0082*0.0113*(0.0041)(0.0038)(0.0040)(0.0049)control是是是是年份效应是是是是N15 54115 54115 54115 541表 8异质性检验 1:区分地区差异变量第二阶段第三阶段东部中部西部东部中部西部PolicyYear0.0201*0.0103*0.0075*0.0112*0.01680.0133(0.0019)(0.0027)(0.0023)(0.0049)(1.4215)(0.1845)control是是是是是是年份效应是是是是是是N11 7892 0121 74011 7892 0121 740表 9异质性检验 2:民营企业规模差异区分变量第二阶段第三阶段大型企业小型企业大型企业小型企业PolicyYear0.0155*0.0128*0.004*0.0017(0.0043)(0.0039)(0.0012)(1.5871)control是是是是年份效应是是是是N7 8907 6517 8907 65194湖南文理学院学报(自然科学版)2023 年(1)扩大研发费用归集范围,将外聘研发人员的劳务费、专家咨询费及与研发直接关联的差旅费等都纳入到加计扣除范围,并取消企业委托境外研发费用不得加计扣除限制，以及进一步提高制造业企业和科技型中小企业研发费用加计扣除比例。(2)在制定促进民营企业研发创新的研发费用加计扣除政策时,应将企业类别考虑在内,以提高研发费用加计扣除政策的有效性与精准性。特别是在当前财政支出压力大、减税空间有限的情况下,政府更应该对享受税收优惠的企业进行分门别类,并且要加大财务监督力度,避免研发费用操作导致研发费用加计扣除政策的迎合效应。(3)对民营企业研发创新的知识产权保护制度应该更加健全。通过优化良好的研发创新环境,让第三阶段享受该政策的民营企业主体也提升研发创新意愿。此外,针对民营企业融资问题,政府应尽快健全融资市场,降低民营企业研发创新融资成本。参考文献:1黄少安.民营经济高质量发展:客观环境和主观努力都很重要J.广西财经学院学报,2020,33(1):15.2Holmstrom,B.Agency Costs and Innovation J.Behavior&Organization,1989,12(3):305327.3刘昆.积极的财政政策加力提效聚焦 2019 年中央决算报告DB/OL.http:/ M.You can lead a firm to R&D but can you make it innovate?UK evidence from SMEs J.Small 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